安徽省出口生產外溢效應的實證分析

史賢華，夏巖磊

(滁州學院 經濟管理系，安徽 滁州 239012)

1 問題的提出

安徽是農業大省，曾經率先拉開改革開放大幕，同時安徽也是經濟最為落后的省份之一，經濟各項指標在國內均比較靠后。經過改革開放30年的發展，安徽省國民經濟總量和人民生活水平都有了很大的提高，進入21世紀，中共中央又適時提出“中部崛起”戰略，安徽作為中部重鎮，如何抓住機遇提升本省經濟實力，促進本省國民經濟發展，是值得我們思考的重大問題。對外貿易對經濟增長發揮什么樣的作用問題，一直是國內外理論研究的熱點。如果能就安徽省的具體省情找到安徽省出口部門生產對本省國民經濟發展的作用機制，就可以結合具體情況制定政策，為本省的經濟發展提供一支動力。本文從理論上借助G·Feder(1983)在其代表性論文 《On Exports and Economic Growth》中提出的兩部門模型，分析安徽省出口生產部門對其他部門在技術、管理等方面的溢出效應，探索安徽省對外貿易對經濟增長的作用機制。

2 計量模型的建立

2.1 理論基礎和基本假設

本文依據Feder(1982)模型，從供給角度探討安徽省出口生產的外溢效應，即針對非出口部門，出口部門所采用的技術如何外生地提高非出口部門的生產效率。

我們假設：第一，國民經濟分為出口部門和非出口部門；第二，兩個部門均使用勞動力（L）和資本（K）兩種生產要素；第三，出口部門生產要素邊際生產率較非出口部門高，且在兩個部門中生產要素邊際生產率的比率固定；第四，非出口部門的產出受出口部門產出的影響，且這種影響是不變彈性的。

其中，Y是國內生產總值GDP，下標N和X分別代表非出口部門和出口部門。

通過上述第三條假設知：

將（2）代入（1）有

由于投資表現為新增資本的投入，勞動力表現為兩個部門勞動力的總和，因此（3）可簡化為：

仍由（2）知：

將（5）代入（4）有：

是固定值。則（6）中

將（7）代入（6）：

將（8）進一步整理為如下形式：

顯然，C4度量的是出口部門的外溢效應，因為是出口通過非出口部門彈性關系影響非出口產出， 而非出口產出又通過影響國內生產總值的增長。

2.2 計量模型建立和數據的說明

以（10）作為基礎模型，建立計量模型如下：

其中，C1表示資本邊際產量 MPK （marginal product）是常數；C2表示非出口部門產量對勞動不變彈性；C3度量出口部門產出對經濟增長的貢獻率；C4度量出口部門外溢；C0為截距項；μ為隨機干擾。

本文考察安徽省出口生產部門的外溢效應問題，選擇1993～2008年安徽省數據。1993～2007年數據來源于《安徽統計年鑒2008》，2008年數據來源于安徽統計局網站（www.ahtjj.gov.cn）。所有數據均以1993年為基期。其中，的數值選擇1993年以來支出法國內生產總值中的投資形成率；L選擇各年安徽省分行業從業人員總和，為勞動力增長率；出口總值按1993年為基期的居民消費指數 （CPI）調整后的數值，為出口產出增長率；Y取以1993年為基期的各年國內生產總值（GDP）指數。原始數據列表略。本文所有檢驗均通過Eviews5.0完成。

3 實證分析

令 INCG=DY/Y，INVT=I/Y，INCL=DL/L，INCXY=（X/Y）/（DX/X），INCXNY=（DX/X）/（N/Y）。 從趨勢圖中可以發現，變量間相關性強，而且趨勢較平穩，尤其是INCL、INCXY、INCXNY三個變量變動幾乎保持一致。

3.1 平穩性檢驗

我們對各個變量分別進行單位根檢驗（Augmented Dickey-Fuller test）,檢驗類型為一階差分項、無趨勢和截距，最大滯后項按施瓦茨（SC）原則選取3。檢驗結果如表1。

表1 各個變量的單位根檢驗

通過檢驗結果表可以看出，四個變量的水平值都是不平穩的，均存在單位根。但是，經過一階差分后，各個變量的差分項在5%水平上通過了檢驗，因此，各個變量是同階單積的，即 DINVT～I(1)、DINCL～I(1)、DINCXY～I(1)、 DINCNY～I(1)。

3.2 協整檢驗

如果同階單積變量的線性組合式平穩的，則稱變量間存在著協整關系（cointegrated）。經過平穩性檢驗后，由于四個變量間是同階單積的，因此可以認為，四個變量在長期存在均衡關系。我們采用Johansen和Juselius(1990)提出的以VAR模型為基礎的檢驗回歸系數的方法，協整方程采用如下形式：

即序列有截距項ρ0，沒有確定趨勢，其中對上述四個變量進行協整關系檢驗。檢驗結果如表2。

表2 各個變量的協整檢驗

在 5%顯 著 水 平 下 ，DINCG、DINCL、DINVT、DINCXY、DINCXNY的協整方程表達式為：

表 3 4CE(s):似然比（Log likelihood）185.4628

最大似然值為149.6274，系數下括號內是各系數的標準差 。 通 過 JJ 檢 驗 建 立 DINCG、DINCL、DINVT、DINCXY、DINCXNY之間的誤差修正項（ECM）:

通過對隨機誤差項vecm進行平穩性檢驗，得到隨機誤差 序 列 是 一 階 平 穩 的 ， 可 見 DINCG、DINCL、DINVT、DINCXY、DINCXNY四個變量是長期穩定均衡關系。從式（12）看出，安徽省出口生產部門確實對非生產部門產生溢出效應，出口部門生產每增加1%，溢出效應使得出口部門通過進口部門進一步影響經濟增長，國內生產總值增加0.5215%。同時，可以看出，出口對經濟增長的直接貢獻不明顯，甚至每增加出口1%，國內生產總值要降低0.2%，這與國內其他研究者對于安徽省的研究結論相符合；但從兩部門整體來看，出口生產通過溢出帶來的GDP的增加要高于減少。

3.3 向量誤差修正模型

我們將協整和誤差修正模型相結合，建立向量誤差修正模型。基于我們考察的每個變量的水平值都是非平穩的，但是其一階差分都是I(1),則誤差修正模型為：

由于我們采集到得數據有限，當引入滯后差分項是出現數據不足，因此，在包含修正項不含滯后差分項下選擇誤差修正模型為：

表4 海關出口商品分類金額和比重 （單位：萬美元）

根據各個變量的數據和協整檢驗的結果，得到如下的VEC模型：

注意到誤差修正項的系數向量，反映著變量之間的均衡關系偏離長期均衡狀態時，將其調整到均衡狀態的調整速度。而這些系數均為負值，正好說明誤差修正的反向調節機制，代表著對經濟增長的變化具有收斂效應。一旦短期波動使得國內生產總值偏離長期均衡，誤差修正項將以0.57、0.03、4.16、0.024、0.008的速度將起拉回到均衡狀態。顯然，出口生產對國內生產總值增長的調節作用不是很大。

4 結論

從實證分析結果來看，安徽省出口部門生產的溢出效應較明顯，這可能與安徽省出口商品中工業制成品比重較大有關。

表4總結了自2000年以來，安徽省出口商品總值構成。工業制成品的生產涉及國民經濟領域若干環節，比如從初級產品經過生產加工等過程，可以將技術和管理經驗擴散到非生產部門，從而轉化為出口部門生產的溢出。

[1]Feder.G.On Exports and Economic Growth[J].Journal of Development Economics，1983，(12).

[2]Haishun Sun,Ashok Parikh.Export and Economic Growth in China[C].Working Paper,Deakin University，1998.

[3]吳振宇.中國出口生產外溢性的實證研究——1996～2001年省際的數據分析[J].數量經濟與技術經濟研究，2004，(1).

[4]吳振宇,沈利生.中國對外貿易對GDP貢獻的經驗分析[J].世界經濟，2004，(2).

[5]王認真，邱鳳鳴.安徽省對外貿易與經濟增長關系的實證研究——基于1985-2005年的樣本數據[J].統計教育，2007，(2).

[6]朱秀敏，張勇.安徽省對外貿易與經濟增長關系的實證分析[J].銅陵學院學報，2007，(4).

[7]李榮富.對外貿易與經濟增長的協整及因果關系檢驗——對安徽省 1981-2005 年數據的實證分析[J].特區經濟，2007，（4）.

[8]樊超，駱珍珍.安徽省對外貿易與經濟增長的協整分析[J].經濟論壇，2008，（14）.

[9]高鐵梅.計量經濟分析方法與建模-Eviews應用及實例[M].北京：清華大學出版社，2007.

[10]古扎拉蒂.計量經濟學基礎[M].北京：中國人民大學出版社，2005.